宋潔明　陳旻瑞

摘 要：影響我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額的因素有很多，本文從金融業(yè)就業(yè)人數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、居民人均可支配收入等方面考慮，運用Eviews6.0軟件及相關(guān)的計量檢驗方法，從實證上分析哪些因素對提高我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額有顯著的作用。

關(guān)鍵詞：金融服務(wù)貿(mào)易；影響因素

一、研究背景

隨著經(jīng)濟全球化步伐的加快，各國之間的貿(mào)易往來也越發(fā)頻繁，單純的貨物貿(mào)易已經(jīng)不能滿足各國形式多樣的需求。因此，全球經(jīng)濟競爭的重點正在從貨物貿(mào)易轉(zhuǎn)向服務(wù)貿(mào)易，金融服務(wù)貿(mào)易作為服務(wù)貿(mào)易中重要的一員，它對于整個服務(wù)業(yè)乃至整個國家經(jīng)濟都有著舉足輕重的地位。然而，與西方國家相比，我國金融服務(wù)貿(mào)易起步時間比較晚，無論從規(guī)模上還是質(zhì)量上都弱于西方發(fā)達國家。因此找到影響我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的因素，對于推動我國金融服務(wù)貿(mào)易快速健康的發(fā)展具有非常重要的實踐意義。

二、樣本數(shù)據(jù)和影響因素的選取

本文選取2003年-2010年的樣本數(shù)據(jù)，其中，金融服務(wù)貿(mào)易出口額數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局歷年國際收支平衡表；居民可支配收入、金融業(yè)就業(yè)人數(shù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》；互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)來源于《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》。關(guān)于影響因素的選取，在生產(chǎn)要素方面，選取金融業(yè)就業(yè)人數(shù)作為人力資本要素、以我國互聯(lián)網(wǎng)普及率為技術(shù)要素，分別以X1、X2表示。在需求要素方面，以居民人均可支配收入作為主要需求要素，以X3表示。

三、 模型設(shè)定

本文以金融服務(wù)貿(mào)易出口額作為被解釋變量，以金融業(yè)就業(yè)人數(shù)、我國互聯(lián)網(wǎng)普及率，居民人均可支配收入為解釋變量建立如下模型：

其中，υ為隨機誤差項，α0為截距項，α1、α2、α3、為X1、X2、X3的偏回歸系數(shù)。為了考察自變量與因變量之間有無明顯的線性關(guān)系，本文先一次選取一個自變量，同因變量繪制散點圖來考察。

圖3.1 Y與各自變量的散點圖

由以上散點圖可知，各自變量均與因變量呈現(xiàn)出相當(dāng)高的正向線性相關(guān)，因此認(rèn)為模型設(shè)定較為合理。

四、多元線性回歸分析

（一）最小二乘法

在Eviews6.0軟件中將數(shù)據(jù)輸入，利用普通最小二乘法（OLS）進行回歸分析。經(jīng)整理可得到如下表：

由表可知R2 和調(diào)整后R2均接近1，說明模型的擬合效果較好；F檢驗的概率為0.000136，數(shù)值較小，說明變量之間呈現(xiàn)高度線性；但是可以看出X2、X3的回歸系數(shù)t統(tǒng)計量未通過檢驗，其中最可能的原因是自變量之間存在多重共線性，為解決該問題，本文使用逐步回歸法，即利用Y分別X1、X2、X3逐一進行回歸，然后找到其中與因變量Y擬合效果更好的自變量，以這一個自變量與因變量Y建立回歸模型，而后以此模型為基礎(chǔ)，將其他自變量逐個引入模型，找到通過顯著性檢驗的自變量保留下來，并建立新的模型。將因變量Y分別與X1、X2、X3逐一進行回歸發(fā)現(xiàn)，Y與X1所建立的方程的R2值最大為0.983141，擬合程度最好，并且也通過了t統(tǒng)計量檢驗，因此，可以以Y為因變量，X1為自變量建立基礎(chǔ)回歸模型，結(jié)果顯示：X1的回歸系數(shù)為0.175667，其P值通過了顯著性水平；同時，F(xiàn)統(tǒng)計量為349.8893，其P值為0.000002，說明方程整體是顯著的。因此該回歸方程是比較符合預(yù)期的。

接下來，在此方程的基礎(chǔ)上分別將X2、X3引入模型中。首先，引入X2，回歸結(jié)果得知，X2系數(shù)未通過統(tǒng)計量檢驗，且Schwarz cirterion值相比較未納入X2時有所增大，根據(jù)施瓦茨準(zhǔn)則，應(yīng)剔除X2。同理，在基礎(chǔ)方程中引入X3，回歸結(jié)果得知，X3系數(shù)亦未通過t統(tǒng)計檢驗，施瓦茨信息值也有所增大，因此，也應(yīng)剔除X3。模型只保留X1自變量，以此建立的模型為：

（二）異方差檢驗

若存在異方差，采用最小二乘法估計模型參數(shù)，可能會導(dǎo)致參數(shù)估計值失效，因此，需要對模型進行異方差檢驗。本文采用的是White檢驗法，利用Eviews6.0軟件得到的結(jié)果：

由表易知，P值大于顯著性水平0.1，0.05，0.01，所以殘差不存在異方差。所以建立的最優(yōu)模型為：Y=-57.11481+0.175667*X1，即我國金融業(yè)就業(yè)人數(shù)與我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

五、結(jié) 論

首先，我們可以看到，我國金融業(yè)就業(yè)人數(shù)是影響我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額變動的顯著因素。21世紀(jì)是信息時代，各國提高國際競爭力最具決定性影響因素之一就是人才，具有高素質(zhì)的金融人才對于增加我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額具有重要的影響。隨著我國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，我國居民人均可支配收入也在逐年增長，但是如果不具有對金融業(yè)相關(guān)敏感度和金融知識，沒有精通金融業(yè)的高素質(zhì)人才，金融服務(wù)貿(mào)易不會在人們生活中產(chǎn)生廣泛的影響，也不利于我國金融服務(wù)貿(mào)易的出口。因此，我國應(yīng)大力培養(yǎng)金融就業(yè)人才，增開高校金融專業(yè)，提供可供就業(yè)人員實習(xí)的機會，與國外金融類學(xué)校建立友好的關(guān)系，派遣留學(xué)生出國學(xué)習(xí)，揚長補短，培養(yǎng)真正具有國際高水平的金融就業(yè)人員。（作者單位：云南民族大學(xué)）

參考文獻：

[1] Scott Leander.A Model of Trade Liberalization in Services.Revies of International Ecomomies，2006，（1）：148-168

[2] 劉輝煌.論金融服務(wù)貿(mào)易中的比較優(yōu)勢極其決定因素[J].經(jīng)濟評論，2000（5）：59-76

[3] 王小平.開放條件下我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力實證分析[J].金融經(jīng)濟，2006，（8）：84-85